林弋筌

（東北大學 工商管理學院，遼寧 沈陽110167）

一、文獻綜述

伴隨工業(yè)化進程，中國獲得了巨大的經濟成就，與此同時，環(huán)境問題也不容忽視?？傮w上，自改革開放至1996年，中國能源消耗和二氧化碳排放一直以較快的速度上升。經過1996—2001年的穩(wěn)定期后，2002年工業(yè)再次重型化，能源消耗和二氧化碳排放急速飆升①陳詩一：《中國的綠色工業(yè)革命：基于環(huán)境全要素生產率視角的解釋（1980—2008）》，《經濟研究》2010年第11期，第21-34頁。，環(huán)境問題和工業(yè)轉型升級問題的熱度達到前所未有的程度。為了實現(xiàn)工業(yè)行業(yè)轉型升級，提高環(huán)境質量，進而促進經濟發(fā)展方式轉型，實現(xiàn)綠色增長，中國實施了環(huán)境規(guī)制和以提高技術水平為主的產業(yè)轉型政策“雙管齊下”的戰(zhàn)略。尤其是2016以來，為了緩解嚴重的環(huán)境問題，特別是面對霧霾問題，大幅度加強了環(huán)保督察力度。同時，按照“供給側改革”的要求，對鋼鐵、煤炭等行業(yè)進行去產能、調結構改革。但是，目前中國仍未擺脫高消耗、高污染的發(fā)展模式，污染與發(fā)展仍然是一對突出的矛盾，工業(yè)轉型升級迫在眉睫。

從現(xiàn)有的理論來看，工業(yè)行業(yè)向綠色發(fā)展模式的轉型升級，主要有兩種驅動力：第一是環(huán)境規(guī)制的“創(chuàng)新補償”效應，第二是工業(yè)發(fā)展中的技術效應和結構效應。其中，“波特假說”②M.E.Porter,“America’s Green Strategy”,Scientific American,Vol.264,No.4,1991,p.168.③Michael E.Porter，Claas van der Linde,“Toward A New Conception of the Environment Competitiveness Relationship”,The Journal of Economic Perspectives Vol.9,No.4,1995,pp.97-118.首次提出了環(huán)境規(guī)制的“創(chuàng)新補償”效應，認為適當?shù)沫h(huán)境規(guī)制在提高企業(yè)成本、對經濟增長產生負面影響的同時，也可以促進企業(yè)技術和管理“創(chuàng)新補償”，從而抵消其負面影響。這為通過環(huán)境規(guī)制促進經濟和產業(yè)轉型提供了一個理論框架。但是，遺憾的是，以新古典經濟學為代表的主流經濟學理論認為，市場經濟條件下不存在通過“創(chuàng)新補償”提升企業(yè)技術水平的機制①Karen Palmer,Wallace E.Oates，Paul R.Portney,“Tightening Environmental Standards：The Benefit-Cost or the No-Cost Paradigm?”,The Journal of Economic Perspectives Vol.9,No.4,1995,pp.119-132.②Jaffe,Adam B,Steven R Peterson,Paul R Portney，Robert N Stavins.“Environmental Regulation and the Competitiveness of U.S.Manufacturing：What Does the Evidence Tell Us?”,Journal of Economic Literature 33,1995,pp.132-163.，支持“波特假說”的理論和經驗研究證據(jù)都不充分③Jaffe,Adam B.&Newell,Richard G.&Stavins,Robert N"Chapter 11 Technological change and the environment",Handbook of Environmental Economics,in：K.G.M?ler&J.R.Vincent(ed.),Handbook of Environmental Economics,Elsevier volume 1,2003，pp.461-516.。諸多基于中國經驗的研究，所呈現(xiàn)的證據(jù)對“創(chuàng)新補償”的支持也非常有限④李斌，彭星，歐陽銘珂：《環(huán)境規(guī)制、綠色全要素生產率與中國工業(yè)發(fā)展方式轉變——基于36個工業(yè)行業(yè)數(shù)據(jù)的實證研究》，《中國工業(yè)經濟》2013年第4期，第56-68頁。⑤王杰，劉斌：《環(huán)境規(guī)制與企業(yè)全要素生產率——基于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的經驗分析》，《中國工業(yè)經濟》2014年第3期，第44-56頁。；而Grossman和Krueger提出的環(huán)境質量與經濟增長之間的倒U形“環(huán)境庫茲涅茨曲線”關系，認為當經濟發(fā)展進入后工業(yè)化時期，技術效應和結構效應超過規(guī)模效應，環(huán)境質量隨著經濟增長逐步改善⑥Grossman,Gene M.and Krueger,Alan B.,“Environmental Impacts of a North American Free Trade Agreement”，NBER Working Paper，2001，No.3914.。在中國環(huán)境經濟領域，圍繞著中國環(huán)境庫茲涅茨曲線的形狀、拐點相關的研究非常多，判斷也不盡一致⑦趙忠秀，王苒，閆云鳳：《貿易隱含碳與污染天堂假說——環(huán)境庫茲涅茨曲線成因的再解釋》，《國際貿易問題》2013年第7期，第93-101頁。⑧賈惠婷：《能源效率、產業(yè)結構與環(huán)境庫茲涅茨曲線——基于中國省際數(shù)據(jù)的實證分析》，《企業(yè)經濟》2013年第4期，第28-32頁。。

多數(shù)市場經濟國家實行了嚴格的環(huán)境規(guī)制政策，并成功促進了一些地區(qū)工業(yè)行業(yè)轉型升級和資源型城市的經濟轉型。因此，國內的研究文獻主要以“波特假說”和“環(huán)境庫茲涅茨曲線”提出的研究框架為基礎開展研究，諸多政策也以此為依據(jù)制定。尤其是在中國，由于政府在環(huán)境治理，以及工業(yè)發(fā)展和轉型方面，承擔了比企業(yè)更重要的職責，政府通常比企業(yè)更關心環(huán)境轉型和工業(yè)轉型，但工業(yè)轉型升級的直接行為主體是企業(yè)，這使得環(huán)境規(guī)制政策對工業(yè)轉型升級的效果變得更加不確定。

同時，在工業(yè)行業(yè)轉型升級方面，中國政府設有發(fā)改委、工信、科技等多個部門提供技術研發(fā)、政策研究等多方面的支持。這些支持的效果，將在很大程度上影響中國工業(yè)轉型升級的進程和成敗。遺漏政府投入因素，有可能還是一些研究文獻結論不一致、不穩(wěn)健的原因之一。面對環(huán)境與發(fā)展的沖突問題，政策制定需要特別審慎。為了促進中國工業(yè)轉型升級，是否可以實行更嚴格的環(huán)境規(guī)制政策？應該更多的依靠政府科技部門的投入，還是以企業(yè)和其他市場主體自身的努力為主？因此，本文在現(xiàn)有文獻的基礎上將技術投入納入到分析框架之中，重點研究環(huán)境規(guī)制、技術投入與工業(yè)行業(yè)轉型升級的關系。

二、理論分析與理論假設

促進工業(yè)轉型升級，實現(xiàn)綠色發(fā)展模式，是我國當年及未來很長一段時間經濟領域的重點問題。為此，中國出臺了大量的產業(yè)政策。這些政策主要有環(huán)境規(guī)制和技術投入兩大類。

第一，環(huán)境規(guī)制方面。包群、邵敏等認為我國地方政府環(huán)境政策實踐中，環(huán)保執(zhí)法力度是環(huán)保立法能否有效改進環(huán)境質量的關鍵⑨包群，邵敏，楊大利：《環(huán)境管制抑制了污染排放嗎?》，《經濟研究》2013年第12期，第42-54頁。。胡建輝等將環(huán)境規(guī)制政策工具分為市場化環(huán)境規(guī)制和行政化環(huán)境規(guī)制政策兩大類，運用面板門檻模型，研究了市場化環(huán)境規(guī)制和行政化環(huán)境規(guī)制政策兩類政策工具對產業(yè)結構升級的影響⑩胡建輝，李博，馮春陽：《城鎮(zhèn)化、公共支出與中國環(huán)境全要素生產率——基于省際面板數(shù)據(jù)的實證檢驗》，《經濟科學》2016年第1期，第29-40頁。。諸多文獻都驗證了環(huán)境規(guī)制和企業(yè)競爭力，以及產業(yè)結構升級之間存在顯著的關系。童健、劉偉等構建了環(huán)境規(guī)制、要素投入結構和工業(yè)行業(yè)轉型升級的理論模型，所考慮的要素投入包括了資本、勞動和環(huán)境資源，也從要素投入結構差異的角度論證了差異化環(huán)境政策及其對工業(yè)行業(yè)轉型升級影響的J型特征[11]童健，劉偉，薛景：《環(huán)境規(guī)制、要素投入結構與工業(yè)行業(yè)轉型升級》，《經濟研究》2016年第7期，第43-57頁。。

顯然，我國的環(huán)境規(guī)制政策及其作用機制與西方國家不同，西方國家以市場化的環(huán)境稅政策和行業(yè)自律的非正式規(guī)制為主，而中國則以環(huán)境稅和環(huán)境督察行政指導為主，尤其是環(huán)境督察行政指導，在供給側改革等政策實踐中，發(fā)揮著非常關鍵的作用。此外，隨著人們環(huán)保意識的提高，社會組織、公眾自發(fā)監(jiān)督、協(xié)商促使污染型企業(yè)節(jié)能減排，以及上市公司的社會責任管理、污染投訴、媒體監(jiān)督等的“非正式環(huán)境規(guī)制”也越來越重要。這要求我們對環(huán)境規(guī)制進行分類考慮。

總體上，環(huán)境規(guī)制對企業(yè)部門的影響主要包括兩方面：一方面可能存在“創(chuàng)新補償”效應，另一方面，可能存在“遵循成本”效應，即加重污染企業(yè)的負擔。有的文獻認為，西方國家環(huán)境規(guī)制的效果傳遞主要體現(xiàn)為通過規(guī)制政策改變企業(yè)成本結構，促進技術提升①Sengupta Aditi,“Environmental Regulation and Industry Dynamics”,The B.E.Journal of Economic Analysis & Policy,2010.De Gruyter,vol.10,No.1,pp.1-29.，從而產生“創(chuàng)新補償”效應。而中國的政策環(huán)境作用機制與此有所區(qū)別，通常把中國的環(huán)境規(guī)制政策分為市場化環(huán)境規(guī)制和行政化環(huán)境規(guī)制政策兩類，認為在中國的環(huán)境規(guī)制實踐中，存在更多的政府行政指導。比如，霧霾嚴重期間限制生產、某些地區(qū)嚴格禁止污染型企業(yè)進入（比如海南省的大多數(shù)區(qū)域）等。因此，這部分區(qū)域的環(huán)境政策，實際上是政府直接干預或主導了區(qū)域產業(yè)結構和技術類型。這類環(huán)境政策直接影響了技術選擇和產業(yè)轉移，但并不會直接激勵技術創(chuàng)新。因此，中國的環(huán)境規(guī)制是否發(fā)生了“創(chuàng)新補償”效應，尚有待檢驗。實際上，行政命令型的環(huán)境規(guī)制主要體現(xiàn)在地方政府的行業(yè)準入方面，這也是本文不將結構效應納入到分析框架中的另一個原因，以避免在模型設置中出現(xiàn)因果倒置問題。

第二，技術投入方面。產業(yè)轉型升級的本質問題在于產業(yè)技術提升和創(chuàng)新，產業(yè)發(fā)展的環(huán)境績效、資源績效都是產業(yè)技術水平的體現(xiàn)?，F(xiàn)階段，中國的技術投入主要通過技術引進、技術改進和技術創(chuàng)新實現(xiàn)。環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新之間的關系，是現(xiàn)有文獻研究的重點，尤其以Acemoglu D.等人②Acemoglu D.,et al.“The Environment and Directed Technical Change”,American Economic Review,Vol.102,No.1,2012,pp.131-166.③Acemoglu,D.,et al.“The Environment and Directed Technical Change in a North-South Model”,Oxford Review of Economic Policy.2014,Vol.30,No.3,pp.513-530.構建的DSGE模型影響最為廣泛。

由于技術創(chuàng)新的不確定性，傳統(tǒng)宏觀經濟學中將技術創(chuàng)新作為外生變量處理，經典RBC文獻通常假定技術創(chuàng)新為白噪聲沖擊的AR過程。隨著研究的深入，在環(huán)境規(guī)制研究領域，也有一些文獻將技術創(chuàng)新內生化。Acemoglu D.等人對RBC模型進行了一個關鍵拓展，從而引入了污染投入、環(huán)境技術和研發(fā)部門。在此基礎上，Hémous D.④Hémous D.,“The Dynamic Impact of Unilateral Environmental Policies”,Journal of International Economics,Vol.10,No.3,pp.80-95.擴展了一個包含國際貿易的中等規(guī)模DSGE模型，對前者構建的以科學家人數(shù)為科研投入的研發(fā)方程進行了拓展，將設備技術水平設定為科學家人數(shù)、技術環(huán)境和現(xiàn)有技術水平的函數(shù)。Van den Bijgaart I.⑤Van den Bijgaart,I,“The Unilateral Implementation of a Sustainable Growth Path With Directed Technical Change”,European Economic Review,2017,vol.91,pp.305-327.等也采用了類似的理論模型框架。

由于我國正處于經濟轉型和發(fā)展的關鍵時期，如何通過有效的產業(yè)政策，尤其是促進技術研發(fā)和創(chuàng)新的政策來促進產業(yè)轉型升級，是我國當前政策的重點之一。但是，技術投入和創(chuàng)新的行為主體應該是政府還是企業(yè)？這顯然是有待研究的重要問題。在2016年林毅夫和張維迎關于產業(yè)政策問題的討論中，林毅夫提出，英、美、德、法以及日本、“亞洲四小龍”過去的經濟快速發(fā)展，都得益于“積極有為的政府制定了產業(yè)政策來推動新的產業(yè)發(fā)展”“企業(yè)家的創(chuàng)新主要是在產品和技術層面，基礎科研和公用技術的突破依靠政府支持”。張維迎則認為技術進步和新產業(yè)不可預見，他提出：“產業(yè)決策是集中決策，是一場豪賭”，“將每個人犯錯的概率累積到一起，加大了集體出錯的概率”⑥銀昕，徐豪，陳惟杉：《辯論了20年，林毅夫、張維迎到底在爭什么？》，《中國經濟周刊》2016年第44期，第22-23頁。。他們所討論的問題無疑是我國產業(yè)政策和科技創(chuàng)新體系中的重大問題。政府直接投入，還是以企業(yè)為主體投入？這不僅是產業(yè)轉型升級中技術投入的途徑和轉型機制問題，也是我國國家科研和創(chuàng)新體系設計要考慮的首要問題。

基于以上分析，提出兩個重要問題如下：

第一，環(huán)境規(guī)制產生“創(chuàng)新補償”效應是有條件的。很多研究文獻認為，中國的工業(yè)行業(yè)中，環(huán)境規(guī)制產生“創(chuàng)新補償”需要環(huán)境規(guī)制強度較高。也有一些文獻認為，中國的環(huán)境規(guī)制并沒有產生“創(chuàng)新補償”效應。環(huán)境規(guī)制對工業(yè)轉型的影響，可能不是線性的。同時，技術投入對工業(yè)轉型存在直接影響，遺漏技術投入變量可能導致嚴重的估計偏誤，未充分考慮技術投入可能是現(xiàn)有文獻研究結論非常不一致的原因。因此，有必要把技術投入納入到模型之中進行計量經濟分析。

第二，政府技術投入和企業(yè)技術投入的效果可能不相同。有的觀點認為，政府提供技術研發(fā)投入促進工業(yè)轉型升級的作用至關重要。其中，對污染型企業(yè)而言，環(huán)境規(guī)制強度越高，企業(yè)越有可能被迫增加研發(fā)投入；而政府技術投入則不僅作用于污染型行業(yè)，對清潔行業(yè)也具有促進轉型升級的作用。但是，也有很多學者指出，企業(yè)才是行業(yè)轉型升級的直接行動主體，企業(yè)的技術投入更能促進工業(yè)轉型升級，工業(yè)轉型升級和技術投入也應堅持“市場決定”，以企業(yè)投入為主。因此，本文將政府技術投入和企業(yè)技術投入納入模型中分別進行檢驗。

三、模型設置、變量與數(shù)據(jù)

（一）計量模型的設定

本文研究的核心問題是環(huán)境規(guī)制、技術投入對工業(yè)行業(yè)轉型升級的影響機制。由于環(huán)境規(guī)制對經濟的影響通常存在技術效應、結構效應、規(guī)模效應等多種影響，最終影響取決于各種影響之間的大小關系①Brian R.Copeland，M.Scott Taylor,“Trade and the Environment：Theory and Evidence”，Princeton University Press,2003,pp.67-106.，從而呈現(xiàn)正U、倒U、正N、倒N型等各種復雜形態(tài)，因此模型中的解釋變量包含了污染排放治理強度(FERI)的一次、二次(FERI2)和三次項(FERI3)。同時，還應考慮到市場機制和政府行為在工業(yè)行業(yè)轉型升級中的作用。據(jù)此，構建本文的基本模型如下：

模型中，被解釋變量TRANS為工業(yè)行業(yè)轉型升級，下標i、t分別表示城市、年份。FERI為環(huán)境規(guī)制強度，RD_go為政府技術投入，RD_en為企業(yè)技術投入，X為其他控制變量；ai為不可觀測的個體異質性截距項，μt為可能存在的時間固定效應，εit為隨機干擾項。

（二）關鍵變量的解釋與度量

（1）工業(yè)轉型升級(TRANS）

常見的工業(yè)轉型升級量化評價方式主要有四類。第一類：在DSGE模型的框架下，通常用工業(yè)行業(yè)的清潔型中間產品對污染型中間產品產量之比來衡量工業(yè)轉型升級（如Acemoglu D.等），由于在唯一最終產品的生產過程中，清潔型中間產品、污染型中間產品之間存在競爭關系，二者之間的比值即工業(yè)轉型升級的量化指標。為了研究環(huán)境規(guī)制對工業(yè)產業(yè)升級的影響機制，童健、劉偉、薛景定義的工業(yè)行業(yè)升級也為污染密集型行業(yè)產值與清潔行業(yè)產值之比。它不僅反映了工業(yè)的內部產值結構，也體現(xiàn)了工業(yè)技術水平。在DSGE框架下研究宏觀層面的工業(yè)轉型問題，很有可能是目前文獻中最合適的指標。但在城市層面，由于數(shù)據(jù)獲取難度太大，無法在計量經濟模型中使用。第二類：在工業(yè)轉型升級綜合評價研究文獻中，往往通過構建包含多方面因素的綜合評價指標體系②謝偉峰：《中國區(qū)域技術效率的差異及其原因探究》，《財經理論與實踐》2014年第3期，第111-115頁。③岳意定，謝偉峰：《城市工業(yè)轉型升級發(fā)展水平的測度》，《系統(tǒng)工程》2014年第2期，第132-137頁。④王玉燕，林漢川：《全球價值鏈嵌入能提升工業(yè)轉型升級效果嗎——基于中國工業(yè)面板數(shù)據(jù)的實證檢驗》，《國際貿易問題》2015年第11期，第51-61頁。，構建的指標體系所考慮的也主要是經濟效益、資源與環(huán)境效率等因素。第三類：關于工業(yè)轉型升級的計量經濟模型經驗研究文獻中，常見的工業(yè)轉型升級的評價指標主要有投入產出效率、環(huán)境效率等。第四類：還有很多文獻直接用產業(yè)結構作為產業(yè)轉型升級指標。

工業(yè)轉型升級完整的含義，應包含兩方面：第一，生產同類產品的現(xiàn)有工業(yè)行業(yè)生產效率和環(huán)境效率提升；第二，運用新技術生產新產品的新行業(yè)的發(fā)展。上述前三類評價方式本質上都將工業(yè)轉型升級界定為投入產出效率的提升，他們之間的不同主要在于投入、產出要素的包含范圍和計算方法。而第四類指標，即產業(yè)結構，因未能反應行業(yè)內部的技術和效率提升，不合適作為本文工業(yè)轉型升級指標。因此，我們在前述三類評價方式的基礎上，用DEA模型計算城市包括環(huán)境投入的投入產出效率，將投入的范圍界定為資源、人力和環(huán)境投入（環(huán)境投入在DEA模型中定義為負產出），而產出則界定為工業(yè)企業(yè)利潤總額。所計算出來的資源、人力、環(huán)境的產出效率，則不僅體現(xiàn)了工業(yè)生產對物質資本和人力資本的轉化效率，環(huán)境效率，還包含了新技術、新產品、新行業(yè)的出現(xiàn)帶來工業(yè)行業(yè)的盈利能力上升。本文使用DEA方法計算資源、人力、環(huán)境的產出效率作為工業(yè)轉型升級指標。

由于本文所使用的計量經濟模型為面板數(shù)據(jù)模型，被解釋變量為產業(yè)轉型升級，須保證變量在橫截面和時間序列上均可比較。因此，本文計算工業(yè)轉型升級指標使用的計算方法為DEA窗口模型。

（2）環(huán)境規(guī)制強度(FERI)

正式環(huán)境規(guī)制主要包括市場化環(huán)境規(guī)制和行政化環(huán)境規(guī)制兩類。市場化環(huán)境規(guī)制方面，中國第一部正式的環(huán)境法是1989年出臺的《環(huán)境保護法》，至今共形成了29部環(huán)境保護相關的法律，以及84部地方法規(guī)，構成了我國現(xiàn)行的環(huán)保法律體系①劉郁，陳釗：《中國的環(huán)境規(guī)制：政策及其成效》，《經濟社會體制比較》2016年第1期，第164-173頁。。但實際上，中國環(huán)境保護的執(zhí)行強度，很大程度上取決于政府的執(zhí)法力度②包群，邵敏,楊大利：《環(huán)境管制抑制了污染排放嗎?》，《經濟研究》2013年第12期，第42-54頁。，雖然在國外研究文獻中，市場化環(huán)境規(guī)制強度通常用環(huán)境稅衡量。但中國的環(huán)境稅本身市場化程度不高，并且數(shù)據(jù)難以獲?。恍姓钚铜h(huán)境規(guī)制作為中國環(huán)境規(guī)制實踐中的重要手段，實際效果甚至超過了環(huán)境稅，但其強度難以直接量化。因此，本文不直接分別衡量市場化環(huán)境規(guī)制強度和行政命令型環(huán)境規(guī)制強度。而將二者合并考慮，用污染排放治理強度間接衡量正式環(huán)境規(guī)制的強度。

在現(xiàn)有數(shù)據(jù)條件下，中國的污染排放治理強度度量是一個難題，很多文獻對此開展了研究，總結了文獻中常見的幾種度量方法及其優(yōu)缺點③張成，陸旸,郭路等：《環(huán)境規(guī)制強度和生產技術進步》，《經濟研究》2011年第2期，第113-124頁。④李玲，陶鋒：《中國制造業(yè)最優(yōu)環(huán)境規(guī)制強度的選擇——基于綠色全要素生產率的視角》，《中國工業(yè)經濟》2012年第5期，第70-82頁。⑤王勇，李建民：《環(huán)境規(guī)制強度衡量的主要方法、潛在問題及其修正》，《財經論叢》2015年第5期，第98-106頁。。總體而言，在現(xiàn)有的文獻中，還沒有發(fā)現(xiàn)同時符合數(shù)據(jù)可取、理論完備兩個條件的“完美”指標。例如，企業(yè)治污投資、廢水排放達標率、二氧化硫去除率等指標雖然能很好的量化污染治理強度，但數(shù)據(jù)極難獲取。國內外很多文獻用單位產值的污染排放作為污染排放治理強度指標⑥Sancho，F(xiàn).H.，Tadeo，A.P.，Martinez，E.，“Efficiency and Environmental Regulation：An Application to Spanish Wooden Goods and Furnishings Industry”，Environmental and Resource Economics，No.15，2000，pp.365-378.⑦Smarzynska,Beata and Shang-Jin Wei,“Pollution Havens and Foreign Direct Investment：Dirty Secret or Popular Myth?”Centre for Economic Policy Research Discussion Paper，2001，No.2966.，但正如張成、陸旸等研究所指出的，該指標的改善中，有一部分是由于技術進入引起的⑧張成,陸旸,郭路等：《環(huán)境規(guī)制強度和生產技術進步》，《經濟研究》2011年第2期，第113-124頁。。因此，對本文的研究需求而言，單位產值污染排放指標也存在明顯缺陷：單位產值污染排放的變化中包含了生產技術進步，而本文的被解釋變量是工業(yè)產業(yè)轉型升級，不適宜用于回歸分析。

目前在城市層面數(shù)據(jù)可取、直接衡量工業(yè)污染排放治理強度的指標僅有一般工業(yè)固體廢物綜合利用率、污水處理廠集中處理率兩個指標。李斌、原毅軍等均使用了此類指標⑨李斌,彭星,歐陽銘珂：《環(huán)境規(guī)制、綠色全要素生產率與中國工業(yè)發(fā)展方式轉變——基于36個工業(yè)行業(yè)數(shù)據(jù)的實證研究》，《中國工業(yè)經濟》2013年第4期，第56-68頁。⑩原毅軍,謝榮輝：《環(huán)境規(guī)制的產業(yè)結構調整效應研究——基于中國省際面板數(shù)據(jù)的實證檢驗》，《中國工業(yè)經濟》2014年第8期，第57-69頁。。并且，這兩個指標本身能很好地反映政府和企業(yè)對環(huán)境保護和環(huán)境治理的重視程度，符合本文模型設置的要求。由于無法對二者賦權，本文對其分別進行［0,1］線性標準化后進行等權平均處理，作為本文的工業(yè)污染排放治理強度指標(FERI)。

（3）政府技術投入和企業(yè)技術投入

技術投入中，政府技術投入(RD_go)用地方政府財政科學支出占地方財政支出的比例衡量，測量的是地方政府為了促進產業(yè)升級，在科學技術方面的整體投入。企業(yè)技術投入(RD_en)用扣除房地產開發(fā)投資的固定資產投資(不含農戶），對規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)固定資產凈值年平均余額的比值來間接衡量。

（4）其他控制變量

除環(huán)境稅和行政命令環(huán)境規(guī)制外，居民的環(huán)保意識和環(huán)保行為也能起到環(huán)境規(guī)制的作用，這種現(xiàn)象被稱為“非正式環(huán)境規(guī)制”。本文借鑒Pargal and Wheeler[11]Pargal,Sheoli，Wheeler,David，“Informal Regulation of Industrial Pollution in Developing Countries”，Journal of Political Economy，Vol.104.No.6，1996，pp.1314-1327.和原毅軍、謝榮輝[12]原毅軍,謝榮輝：《環(huán)境規(guī)制的產業(yè)結構調整效應研究——基于中國省際面板數(shù)據(jù)的實證檢驗》，《中國工業(yè)經濟》2014年第8期，第57-69頁。的方法，還引入了對數(shù)人均工資(Lnwage)和人口密度衡量(density)的非正式環(huán)境規(guī)制強度指標。此外，還控制了對數(shù)FDI(lnFDI)、對數(shù)GDP(LnGDP)、用工業(yè)總產值衡量的工業(yè)規(guī)模的對數(shù)(Lnoutput)，以及對數(shù)固定資產投資(Lnasset)。

（三）數(shù)據(jù)說明

為了保證統(tǒng)計口徑一致，本文使用的數(shù)據(jù)均來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》。287個地級市及省會城市、直轄市2005—2017年13年的面板數(shù)據(jù)，刪除了數(shù)據(jù)缺失較多的拉薩市、儋州市和郴州市。

四、實證結果及分析

為了克服不可觀測的城市個體效應和被遺漏的個體異質性帶來的估計偏差，可對（1）式進行離差變換進行組內估計（固定效應），也可用差分法消除異質性?？紤]到本文使用的數(shù)據(jù)集為13年的面板數(shù)據(jù)，組內估計效率更高。并且，由于（1）式中個體異質性αi和εi的獨立同分布假設可能不滿足，傳統(tǒng)的豪斯曼檢驗可能不準確，本文還使用聚類穩(wěn)健標準誤方法進行過度識別檢驗。豪斯曼檢驗和過度識別檢驗結果均強烈拒絕了αi與解釋變量和不隨時間改變的個體特征不相關的原假設，支持使用組內估計（固定效應）模型。經過聯(lián)合顯著性檢驗，模型應該包含城市-年份雙向固定效應，作為對照，本文采用了多種回歸方法，回歸結果見表1。表1中，第（1）列為不考慮城市固定效應和年份固定效應的OLS回歸結果，第（2）列為考慮年份固定效應但不考慮城市固定效應的回歸結果，第（3）（4）（5）列為同時考慮城市固定效應和年份固定效應的回歸結果，所有回歸均采用城市聚類穩(wěn)健標準誤。其中，第（3）列的解釋變量中包含了環(huán)境規(guī)制的水平項、平方項和立方項，第（4）（5）列依次剔除立方項、平方項。經檢驗，（，（3）（4）（5）列中，環(huán)境規(guī)制的水平項、平方項和立方項系數(shù)均不顯著，因此，應以第（5）列的結果為主進行解釋。

環(huán)境規(guī)制和技術投入是本文關注的主要變量。首先，環(huán)境規(guī)制方面，和大多數(shù)研究環(huán)境規(guī)制的企業(yè)績效、競爭力等經濟效應的文獻結論一致，正式環(huán)境規(guī)制的水平項、平方項和立方項的回歸系數(shù)均不顯著，反對“波特假說”，而符合新古典經濟學關于環(huán)境規(guī)制不能產生“創(chuàng)新補償”效應，從而不能促進產業(yè)轉型升級的主張；其次，技術投入方面，企業(yè)技術投入系數(shù)顯著為正，但政府技術投入的系數(shù)不顯著。企業(yè)作為工業(yè)行業(yè)轉型升級的直接行為主體，其技術研發(fā)、生產設備更新?lián)Q代等行為是工業(yè)轉型升級的直接推動力量，這在本文的實證結果中得到了支持；但是，地方政府技術投入對工業(yè)轉型的作用并未得到有力的支持，這有可能緣于本文使用的變量不是直接衡量政府技術投入的研發(fā)經費、技術改造經費等直接指標；也有可能是由于政府技術投入（地方政府科學技術經費）研發(fā)效率不高、向產業(yè)轉化率低引起的。這意味著，政府在促進工業(yè)轉型升級方面的努力，應該大力改革科研體制，同時，堅持“市場決定”的原則，通過完善市場機制，充分發(fā)揮市場自身的功能，引導、激勵企業(yè)成為工業(yè)轉型的主要推動力量。

由于環(huán)境規(guī)制本身也會對技術投入產生影響，例如，環(huán)境規(guī)制強度越高，政府和企業(yè)越會增加更多的技術投入來進行技術升級，這一傳導機制的存在可能會導致估計結果存在一定的偏差。因此，還需要引入環(huán)境規(guī)制與企業(yè)技術投入的交互項(FERI×RD_en)、環(huán)境規(guī)制與政府技術投入的交互項(FERI×RD_go)。引入交互項除了克服估計偏差外，還有助于我們分析政府與企業(yè)的技術投入效果對環(huán)境規(guī)制的響應。第（5）列中，環(huán)境規(guī)制與企業(yè)技術投入的交互項系數(shù)不顯著，企業(yè)通過增加技術投入促進轉型升級的機制不受環(huán)境規(guī)制強度的影響，再次驗證了新古典經濟學關于環(huán)境規(guī)制不能產生“創(chuàng)新補償”效應的主張；雖然政府技術投入自身系數(shù)不顯著，但環(huán)境規(guī)制與政府技術投入交互項顯著為正，政府在環(huán)境規(guī)制的壓力下的技術投入可以促進產業(yè)轉型升級，即在政府部門存在“創(chuàng)新補償”效應。

衡量非正式環(huán)境規(guī)制的兩個變量中，對數(shù)人均工資系數(shù)顯著為正、人口密度的系數(shù)不顯著。使用人均衡量非正式環(huán)境規(guī)制的原因是，通常而言，收入水平越高，人們的環(huán)保意識和環(huán)保行為動機越強，更加有可能監(jiān)督企業(yè)提高技術水平，降低污染，或者監(jiān)督政府和企業(yè)，主動限制污染型產業(yè)的投資和發(fā)展。本文的回歸結果支持這一假設；但人口密度(DENSITY)的系數(shù)均不顯著。這有可能是因為變量選擇效果不佳，也有可能是由于與人口密度相關的非正式環(huán)境規(guī)制在我國的作用尚未有效發(fā)揮。

此外，筆者注意到，年份固定效應方面，第（1）列的R2為0.062，增加年份效應后第（2）列的R2上升為0.112，說明不可觀測的年份效應能夠解釋0.05（0.112-0.062）的工業(yè)轉型升級，這些不可觀測的年份效應也許包含社會共同的技術進步、管理效率提升、行業(yè)內部結構優(yōu)化、環(huán)保意識增強等。估計結果中，城市虛擬變量系數(shù)顯著為正的城市非常少，僅有三亞市、?？谑?、東營市、深圳市、防城港市、隴南市、雅安市、鷹潭市，可能是由于這些城市在產業(yè)準入、產業(yè)限制和政府對產業(yè)發(fā)展的服務方面的政策，發(fā)揮了正向作用。其他絕大多數(shù)城市的個體效應系數(shù)為負，但無明確規(guī)律可循。從模型的R2來看，這些未經驗明的未知因素對城市工業(yè)轉型升級的影響并不大，因此，本文未進一步考慮這些不可觀測的個體效應。

表1 OLS回歸結果

（二）內生性問題與工具變量

由于環(huán)境規(guī)制有可能是內生解釋變量，有必要進行相關的檢驗和工具變量估計。尋找合適的工具變量非常困難，盡管張成、陸旸①張成，陸旸，郭路，等：《環(huán)境規(guī)制強度和生產技術進步》，《經濟研究》2011年第2期，第113-124頁。和林季紅、劉瑩②林季紅，劉瑩：《內生的環(huán)境規(guī)制：“污染天堂假說”在中國的再檢驗》，《中國人口·資源與環(huán)境》2013年第1期，第13-18頁。等使用環(huán)境規(guī)制的滯后期作為工具變量，但在本文的模型和數(shù)據(jù)環(huán)境中，環(huán)境規(guī)制對工業(yè)行業(yè)轉型升級的影響，不僅體現(xiàn)在當年，也有可能延續(xù)到之后的年度。并且，也無法通過弱工具變量檢驗，因此，環(huán)境規(guī)制的滯后期不合適作為本文的工具變量。

在研究過程中，我們嘗試過很多可能的工具變量，和大多數(shù)研究文獻一樣，完美的工具變量總是難以尋找。經過大量的檢驗和比較，本文嘗試使用正式環(huán)境規(guī)制的提前兩期(F2.FERI)和滯后一期(L.FERI)、金融業(yè)從人員比重(EMFin)三個指標作為備選工具變量進行分析。其中，正式環(huán)境規(guī)制的提前兩期、金融業(yè)從人員比重很好地通過了不可識別檢驗、弱工具變量檢驗和外生性檢驗；正式環(huán)境規(guī)制的滯后一期(L.FERI)雖然很好地通過了正交性檢驗和不可識別檢驗，但不能通過弱工具變量檢驗，不合適用作工具變量。因此，本文分別使用F2.FERI、EMFin以及同時使用二者作為工具變量的估計結果。具體的回歸結果見表2。

表2 回歸結果（工具變量法）

表2中，我們分別用不同的工具變量處理了環(huán)境規(guī)制強度的內生性問題。比較表1和表2的回歸結果，發(fā)現(xiàn)主要變量回歸系數(shù)的符號和顯著性水平均保持不變，并且，運用兩個工具變量(F2.FERI EMFin)的（3）列和只用F2.FERI作為工具變量的（2）列結果完全一樣?？傮w上，對內生性問題進行處理后，前文的檢驗結論仍然保持不變。

（三）進一步分區(qū)檢驗

考慮到中國的地區(qū)差異和區(qū)域間產業(yè)轉移，我們通過不同方式劃分樣本范圍進行分區(qū)檢驗，第（1）（2）（3）列分別為把研究樣本限制為西部、中部、東部城市的回歸結果，見表3。

從表3中的檢驗結果來看，環(huán)境規(guī)制的水平項在西部、東部地區(qū)仍然不顯著，但在中部地區(qū)顯著為負；而企業(yè)技術投入在西部地區(qū)顯著為正、在中部地區(qū)的系數(shù)顯著為負、在東部地區(qū)不顯著；環(huán)境規(guī)制與企業(yè)技術投入的交互項在中部地區(qū)顯著為正，在西部、東部地區(qū)不顯著；環(huán)境規(guī)制有政府技術投入的交互項則在西部和中部地區(qū)不顯著，而在東部地區(qū)顯著為正。這可能是由于中國工業(yè)部門在東-中-西部的梯度轉移所致。比如電解鋁行業(yè)、鋼鐵、焦化等行業(yè)向中部地區(qū)的轉移，導致企業(yè)技術投入系數(shù)顯著為負。在中部地區(qū)承接產業(yè)轉移和新能源產業(yè)的過程中，在環(huán)境治理壓力下，表現(xiàn)為環(huán)境規(guī)制與企業(yè)技術投入的交互項顯著為正。而西部本身工業(yè)發(fā)展相對落后，政府和企業(yè)技術投入都能顯著促進產業(yè)轉型升級，但環(huán)境規(guī)制對其促進功能受到影響不顯著；東部地區(qū)經濟發(fā)達，在產業(yè)結構向服務業(yè)轉型和工業(yè)高端化轉型的過程中，反而表現(xiàn)為政府技術投入對工業(yè)轉型升級產生顯著的負面影響，并且在環(huán)境規(guī)制的壓力下，東部地區(qū)環(huán)境規(guī)制與政府技術投入交互項的系數(shù)顯著為正，比如，江蘇、浙江、廣東等省，政府加大投入力度，從而在超低排放方面領先全國。對中部和東部地區(qū)進行比較，發(fā)現(xiàn)中部地區(qū)在企業(yè)部門存在“創(chuàng)新補償”效應，而東部地區(qū)則在政府部門存在“創(chuàng)新補償效應”，由此，筆者認為我國的環(huán)境政策應該在不同區(qū)域間有所差別，在東部地區(qū)的工業(yè)行業(yè)轉型升級中堅持以市場為主導，而在中部地區(qū)可以適當運用政府環(huán)境規(guī)制政策倒逼轉型升級。

表3 分區(qū)檢驗

五、結論與政策含義

工業(yè)轉型升級是當前我國宏觀經濟背景下經濟發(fā)展機制轉換的關鍵議題，為了推進我國工業(yè)轉型升級，政府提出了制造強國戰(zhàn)略，出臺了大量的產業(yè)政策，同時加強了環(huán)境規(guī)制強度。但對環(huán)境規(guī)制能否促進產業(yè)轉型升級，國內外大量的文獻研究結論不盡一致。這可能是由于在模型設置方面遺漏了重要變量，作為促進產業(yè)升級的重要措施，技術投入通常并沒有在文獻中得到充分考慮；也有可能是由于模型估計在技術方面未能有效處理內生性問題，即解釋變量中的環(huán)境規(guī)制與擾動項相關，導致估計結果偏離真實參數(shù)，從而得出錯誤結論。為此，本文使用大樣本數(shù)據(jù)保障工具變量檢驗結果的可信性，經過嚴格的模型設置和穩(wěn)定性檢驗，并將樣本分類（東部、西部、中部城市）進行分區(qū)檢驗。

經過檢驗發(fā)現(xiàn)：（1）總體而言，本文的檢驗結果支持了新古典經濟學關于環(huán)境規(guī)制不能促進企業(yè)技術創(chuàng)新，從而在企業(yè)部門不存在“創(chuàng)新補償”效應的主張；（2）企業(yè)部門的技術研發(fā)、生產設備更新?lián)Q代等行為能顯著推動工業(yè)轉型升級；（3）政府在環(huán)境規(guī)制的壓力下的技術投入可以促進產業(yè)轉型升級，即在政府部門存在“創(chuàng)新補償”效應；（4）進一步的分區(qū)檢驗則認為，中部地區(qū)在企業(yè)部門存在“創(chuàng)新補償”效應，而東部地區(qū)則在政府部門存在“創(chuàng)新補償效應”；（5）非正式環(huán)境規(guī)制的兩個變量中，收入水平越高，人們的環(huán)保意識和環(huán)保行為動機越強，對產業(yè)轉型升級存在顯著的影響。通常認為，人口密度越大，人們更加關心環(huán)境問題，但同時，這些區(qū)域收入水平也更高，人們可能因為高收入而放棄對環(huán)境質量的追求。并且，人口密度越大的區(qū)域，服務業(yè)的比重相對也較高，從而工業(yè)占比可能下降。

本文的研究結論為我國通過實施環(huán)境規(guī)制政策和技術投入促進產業(yè)升級提供經驗證據(jù)。主張以政府“有形之手”為主治理環(huán)境，而以市場“無形之手”為主促進產業(yè)轉型升級；應該大力改革科研體制，鼓勵企業(yè)加大技術投入。同時，堅持“市場決定”的原則，通過完善市場機制，充分發(fā)揮市場自身的功能，引導、激勵企業(yè)成為工業(yè)轉型的主要推動力量；環(huán)境政策應該在不同區(qū)域間有所差別，在東部地區(qū)的工業(yè)行業(yè)轉型升級中堅持以市場為主導，而在中部地區(qū)可以適當運用政府環(huán)境規(guī)制政策倒逼轉型升級。